夏赞才, 龚艳青, 罗文斌
湖南师范大学旅游学院,长沙 410081

Variable relationship between domestic tourism expansion and urban-rural income gaps

XIAZancai, GONGYanqing, LUOWenbin
Tourism College of Hunan Normal University,Changsha 410081,China
收稿日期:2015-11-20
修回日期:2016-01-27
网络出版日期:2016-04-25
版权声明:2016《资源科学》编辑部《资源科学》编辑部
基金资助:国家自然科学基金青年项目（41301629）
作者简介:
-->作者简介：夏赞才,男,湖南安化人,教授,博士生导师,主要研究方向为旅游伦理。E-mail:zc_xia@126.com



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摘要
探讨中国旅游经济增长能否有效缩小城乡收入差距有助于全面地认识旅游发展的社会经济价值,发挥旅游经济的正向作用。本文使用人口加权变异系数测度了1999-2013年中国旅游经济增长以及城乡收入差距的变异程度,并在此基础上构建了E-G两步协整模型、误差修正模型以及格兰杰因果检验模型探讨了中国旅游经济增长与城乡收入差距变异程度之间的关系。结果显示：旅游经济增长在各地区都呈现整体收敛趋势,城乡收入差距也整体呈现缩小趋势;全国及东、中、西部的旅游经济增长与城乡收入差距的变异程度之间存在长期均衡的协整关系,中国旅游经济增长的空间变异每增加1%,城乡收入差距的空间变异就增加0.516 9%,说明旅游经济增长的空间收敛对城乡收入差距的空间收敛有影响;误差修正模型结果显示短期变动关系中,中国旅游经济增长的空间变异每呈现1%的增长,城乡收入差距的空间变异就会增加0.631 5%,经济发展越强的地区其长期均衡关系对短期波动的调整力度越小;旅游经济增长空间变异与城乡收入差距空间变异之间存在单向因果关系,据此认为旅游经济增长能够缩小城乡收入差距。

关键词：旅游经济增长;城乡收入差距;E-G协整检验;误差修正模型;格兰杰因果;中国
Abstract
This paper depicts the regional inequality of the domestic tourism economy and the regional inequality of urban-rural income in China from 1999 to 2013 using the coefficient of population-weighted variation. We analyzed the relationship between inequality of domestic tourism economy and regional inequality of urban-rural income using the Engel-Granger Two-step Co-integration Model,Error Correction Model and Granger Causality Model. We found that tourism economic growth and urban-rural income gap is convergent in all regions. Among all regions,the trend of convergence is most significant in the national scope. There is a long-term equilibrium relationship between the inequality of domestic tourism expansion and inequality of urban-rural income gap in China and all other regions. Particularly,the coefficient of population-weighted variation of urban-rural income gap increased 0.631 5% while the degree of variation of tourism economy growth increased 1%. The error correction model showed that for the short-term equilibrium relationship,increasing by 1% the degree of variation tourism economic growth,increases the degree of variation of urban-rural income gap by 0.631 5%. Moreover,the more advanced the regional economy,the stronger the adjustment in long-term equilibrium in the short-term. This is because with a more stable basis and better environment for development,the expansion of tourism in these areas is more likely to have positive effects on reducing urban-rural income gaps. The results of the Granger Causality Model showed that the growth of degree of variation of the tourism economy is the cause of increasing the degree of variation of the urban-rural income gap,but not vice versa. These data show that growth in the tourism economy in China can reduce urban-rural income gaps.

Keywords：domestic tourism economic growth;urban-rural income gap;Engel-Granger cointegration test;error correction model;granger causality model;China

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夏赞才, 龚艳青, 罗文斌. 中国旅游经济增长与城乡收入差距的变异关系[J]. , 2016, 38(4): 599-608 https://doi.org/10.18402/resci.2016.04.03
XIA Zancai, GONG Yanqing, LUO Wenbin. Variable relationship between domestic tourism expansion and urban-rural income gaps[J]. 资源科学, 2016, 38(4): 599-608 https://doi.org/10.18402/resci.2016.04.03

1 引言

已有大量的研究认为旅游经济的发展具有显著正向作用^[1-7],在城乡统筹背景下,旅游经济的发展对城乡收入差距的影响成为旅游研究领域的重要命题。国家统计局资料显示,中国城镇居民农村居民收入之差从1999年的3 644元上升到2013年的18 059元,比值从2.65倍上升到3.03倍,城乡收入差距明显拉大;全国2012年城乡收入差距之比为3.10:1.00,2013年该数据为3.03:1.00,城乡收入差距在2012-2013年间呈现缩小趋势^[8],因此城乡收入差距的变化趋势有待探讨,进一步地,旅游经济的发展在城乡收入差距走势中是否发挥积极作用值得关注。
****们对城乡收入差异的现象十分关注,主要集中从城乡收入差距的影响因素,探讨哪些因素在扩大城乡收入差距中具有显著效应。如李宾等将城镇化过程中的劳动力流动分为三个阶段并探讨每个阶段的劳动力流动对城乡收入差距的影响^[9]。武小龙等从理论解释和实践检验的层面探讨了全国城乡收入差距的影响因素^[10];在此基础上,陈斌开等从政府发展战略的视角研究了全国城乡收入差距扩大的原因^[11]。余菊等采用面板数据的变截距及变系数模型对全国30个省市的城市化率、社会保障支出与城乡收入差距之间的关系进行实证分析,认为城市化率、社会保障支出与城乡收入差距呈正向关系^[12]。
近年来,****们对旅游发展能否缩小城乡差异存在两种观点的争议：潘雪阳等,赵磊,袁智慧等运用计量经济学方法探讨了旅游发展与城乡收入差距的关系,他们均表示国内旅游发展对缩小城乡收入差距具有显著效应,同时认为旅游发展对农村经济具有显著正相关,而与城镇经济之间的关系不明显^[13-15],Wanger、English以及Deller等也表示乡村旅游对于提升地区经济增长速度有促进作用^[16-18];另一方面,刘芳认为在旅游发展过程中,城镇居民收入增长速度要快于农村居民,因而导致贫富差距日益扩大^[19],刘通等也认为国际旅游岛战略导致了海南城镇居民与农民收入差距扩大^[20],Leatherman等表示旅游发展会扩大地区的收入分配差距^[21]。就旅游经济增长和城乡收入差距都存在变异而言,两者之间是否存在某种程度的相关性值得研究,而以往研究对此并没有系统说明。
在研究方法方面,****们主要使用以下几种方法来测度区域发展的不平衡程度：一是基尼系数法,如薛宇峰、刘慧利用基尼系数测度了全国农村收入分配的不平等^[22,23];二是泰尔指数法,如张藕香等运用泰尔指数分析了全国的城乡收入差距以及东中西部农村地区的收入差距^[24],刘学良利用泰尔指数对全国的收入差距进行了分解^[25]。但是上述方法各有其不足,前者具有不确定性和不可比性等缺点^[25],且对较发达地区居民收入的变化比较敏感^[26];后者在度量收入分配不均时往往忽视了空间的影响^[27]。
基于以上文献分析,本文采用人口加权变异系数法来测度旅游经济发展及城乡收入差距的变异程度。变异系数是衡量经济发展变异程度的重要指标^[28],包括无权重的变异系数和有权重的变异系数^[26]。有权重的变异系数即人口加权变异系数充分考虑了人口规模对空间趋势和差异程度的影响,防止出现对人口规模相对小的地区的高估和对人口规模相对大的地区敛散趋势的低估^[29,30],因而更能真实地反映各地区经济发展的不平衡程度。已有大量****利用人口加权变异系数来测度区域经济发展的不平衡程度,如杨勇、高原等基于人口加权变异系数分别研究了陕西省和广东省区域发展的不均衡^[27,31],陈利等利用人口加权变异系数定量分析了云南省区域经济的差异程度^[32]。具体到旅游经济增长和收入差距的变异程度的测度,付涤非等利用人口加权变异系数衡量西部大开发以来省际旅游经济发展的差异程度^[33]。付业勤等利用人口加权变异系数测度了福建省入境旅游区域差异的变异程度,认为加权变异系数能够反映区域旅游经济发展的相对差异^[34]。覃成林等使用人口加权变异系数测度了中国农村居民收入的变异程度,反映了农村居民收入不平衡程度的最新动态^[35,36]。
本文采用人口加权变异系数来测度旅游经济增长以及城乡收入差距的变异程度,分析了中国旅游经济增长的空间变异与城乡收入差距的空间变异之间的关系,对中国旅游经济的增长能否缩小城乡收入差距进行了验证。

2 研究方法与数据来源

2.1 研究方法

首先,采用人口加权变异系数测算全国31个省（自治区、直辖市,不包括香港、澳门和台湾）及东、中、西部地区旅游经济增长和城乡收入差距的变异系数,分析中国旅游经济增长和城乡收入差距的变异程度;其次,应用EG两步法检验这两个变异系数是否存在协整关系,判断两者的长期关系;再次,对存在协整关系的地区建立误差修正模型,判断两者的短期关系;最后进行格兰杰检验,分析中国及东中西部地区旅游经济增长与城乡收入差距变异系数的格兰杰因果关系。
2.1.1 人口加权变异系数
计算公式为：
CVt=1y?∑i=1n(yi-y?)2pip（1）
式中 CVt为n个省t时期的人口加权变异系数;p为该区域的人口总量; pi为第i个省的人口数; yi为代第i省的人均旅游收入（城乡收入差距）; y?为该区域所有省份加总之后的人均旅游收入（城乡收入差距）的平均值;n为该区域的样本省份个数。当 CVt+1<CVt时,可以判断该区域内旅游经济增长趋于收敛,城乡收入差距呈缩小趋势。
由公式（1）可计算1999-2013年全国31个省（自治区、直辖市）及东、中、西部地区人均国内旅游收入和城乡收入差距的人口加权变异系数,分别记为TDCV和GAPCV,全国后缀_N,东部地区后缀_E,中部地区后缀_M,西部地区后缀_W。
2.1.2 面板单位根检验
在运用协整理论进行时间序列分析之前,首先要对两组数据进行单位根检验,检验序列的平稳性,确保其符合协整检验的前提。对人均国内旅游收入和城乡收入差距的人口加权变异系数取对数,以消除可能出现的异方差问题,分别得到lnTDCV和lnGAPCV。本文采用ADF和LLC两种检验方法进行检验,其检验形式为：
ΔYt=α+β+γYt-1+∑i=1NβiΔYt-1+εt（2）
式中α为常数项;β为趋势项;γ为系数向量; Yt-1为时间趋势变量; εt为残差序列;N为因变量的滞后阶数。
2.1.3 面板协整检验
为避免出现伪回归,在进行格兰杰因果关系检验前必须确保时间序列的平稳性。因此,本文在对各指标时间序列的平稳性进行单位根（ADF）检验之后,继续对时间序列进行E-G（Engle-Granger）两步协整检验,协整检验分两步进行：
第一步建立回归方程：
lnGAPCVt=c+c1lnTDCVt+εt（3）
式中 c为截面个体; c1为趋势效应。
第二步对中国及中国东、中、西部地区的残差序列进行单位根检验,方法同公式（2）。
2.1.4 建立误差修正模型
格兰杰定理指出,一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的表达形式。因此,建立误差修正模型,以考察lnGAPCV和lnTDCV的短期变动关系,全国及东、中、西部地区的误差修正模型如下：
ΔlnGAPCVt=c+c1lnTDCVt+c2ecmt-1+εt（4）
式中 c2ecmt-1为误差修正项; c2为误差修正系数。
2.1.5 格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系检验是用于分析经济变量之间是否存在因果关系及影响的方向。其检验思想为如果X的变化引起了Y的变化,则X的变化应当发生在Y的变化之前。构建的检验回归方程如下：
yt=∑i=1qαixt-1+∑j=1qβjyt-1+u1t（5）
xt=∑i=1Sλixt-i+∑j=1Sδjyt-j+u2t（6）
式中 αi、 βj、 λi、 δj为系数;q、s为样本量;假定白噪音序列 u1t和 u2t之间是不相关的。

2.2 数据来源

中国31个省（自治区、直辖市）（由于数据难以获取,本文不对香港、台湾和澳门进行计算）1999-2013年的城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭的人均纯收入、人口数量和物价指数来自《中国统计年鉴》^[37],1999-2008年国内旅游收入来自《新中国60年统计资料汇编》^[38],2009-2013年的中国旅游收入数据来自《中国旅游统计年鉴》^[39]。为剔除价格因素影响,国内旅游收入物价指数以1999年为基期年进行价格平减得到实际旅游收入,即设1999年的GDP指数为100,采用公式（7）计算出各个年份的GDP平减指数,然后用历年国内旅游收入的名义值比上相应年份的GDP平减指数,就可以得到各年份的实际旅游收入^[40],用各年份的实际旅游收入除以对应的人口数就可得到实际人均旅游收入^[41]。个别省份个别年份共计7个旅游收入数据缺失,采用当年国内旅游收入平均增长率推算。
GDPdi=(GDPi/GDPini)×(GDPin1999/GDP1999)（7）
式中GDP_di、GDP_i、GDP_in1999、GDP₁₉₉₉、 GDPini分别为各个年份的GDP平减指数、各年的名义GDP、基期GDP指数、基期GDP以及以1999年为基期的各年GDP指数。
根据数据的可获得性和权威性原则,以及与城乡收入差距的高相关度原则,本文以剔除价格因素的人均国内旅游收入（用TD表示）作为全国旅游经济的衡量指标,以城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入的比值（用GAP表示）作为城乡收入差距的衡量指标。对中国东、中、西部的划分参照《中国统计年鉴》的划分方法,东部地区包括京、津、冀、辽、沪、苏、浙、闽、鲁、粤、琼11个省（直辖市）;中部地区包括晋、吉、黑、皖、赣、豫、鄂、湘8个省;西部地区包括蒙、陕、宁、甘、青、新、川、渝、黔、滇、藏、桂12个省（自治区、直辖市）^[37]。

3 结果及分析

3.1 旅游经济增长和城乡收入差距的变异程度

从图1可以看出,1999-2013年间,全国及东、中、西部地区的人均国内旅游收入人口加权变异系数均呈现明显下降趋势。其中东部地区的下降趋势较为平缓,全国的下降趋势最明显,其人口加权变异系数从1999年的1.13下降到了2013年的0.61,下降了46.01%。中部和西部在整体下降的基础上,在个别年份呈现出局部上升趋势。从中可以看出,旅游经济增长在各地区都呈现整体收敛趋势,其中全国的空间收敛趋势最明显。
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图11999-2013年人均国内旅游收入和城乡收入差距的人口加权变异系数
-->Figure 1Coefficient of population-weighted variation of per capita domestic tourism income and urban-rural income gap of China from 1999 to 2013
-->

城乡收入差距的人口加权变异系数波动并不明显,也没有呈现出大幅度的上升或下降,但从始末两年可以发现,各地区2013年的人口加权变异系数均小于1999年,故判断各地区整体上呈现下降趋势,即城乡收入差距从1999-2013年呈现整体缩小趋势,并且与旅游经济增长趋势相似,全国范围的城乡收入差距缩小趋势最为明显。

3.2 面板单位根检验结果

利用ADF和LLC两种检验方法对全国及东、中、西部的lnTDCV、lnGAPCV、∆lnTDCV（lnTDCV的一阶差分）、∆lnGAPCV（lnGAPCV的一阶差分）平稳性进行判断,检验结果如表1所示。结果显示,除极个别情况外,在对全国及东、中、西部的面板序列lnTDCV和lnGAPCV进行单位根检验时,其相应的ADF值和LLC值均大于5%的检验水平,说明序列lnTDCV和序列lnGAPCV是非平稳的;对非平稳的序列lnTDCV和序列lnGAPCV的一阶差分序列（分别为∆lnTDCV和∆lnGAPCV）进行检验时,其相应的ADF值、LLC值均小于5%的检验水平,因此认为序列lnTDCV和序列lnGAPCV的一阶差分序列是平稳的,所以序列lnTDCV和序列lnGAPCV都通过了单位根检验,是一阶单整序列,具备考察变量之间是否存在协整关系的条件,可以进一步判断序列之间是否存在长期均衡关系。
Table 1
表1
表1全国及东、中、西部地区lnTDCV、lnGAPCV的单位根检验结果
Table 1The unit root test of lnTDCV and lnGAPCV in the national,eastern,central and western areas

检验类型		lnTDCV		lnGAPCV
		原序列	一阶差分序列	原序列	一阶差分序列
全国	ADF	-4.800 0	-4.420 5	-3.802 1	-4.057 9
		（0.072 1）	（0.000 0）	（0.905 5）	（0.000 3）
	LLC	-5.121 7	-3.259 8	0.044 1	-5.828 4
		（0.054 0）	（0.000 0）	（0.517 6）	（0.000 0）
东部	ADF	-4.800 0	-4.057 9	-4.057 9	-2.754 9
		（0.050 4）	（0.006 6）	（0.825 3）	（0.008 0）
	LLC	0.918 9	-3.816 2	0.891 5	-3.602 8
		（0.622 0）	（0.000 1）	（0.813 7）	（0.000 2）
中部	ADF	-4.057 9	-5.521 8	-4.800 0	-2.754 9
		（0.260 7）	（0.000 1）	（0.124 7）	（0.008 1）
	LLC	-1.973 1	-2.347 6	-1.474 1	-2.962 9
		（0.024 2）	（0.000 0）	（0.070 2）	（0.001 5）
西部	ADF	-4.800 0	-4.057 9	-5.120 0	-2.754 9
		（0.053 6）	（0.000 5）	（0.707 4）	（0.000 0）
	LLC	-5.113 4	-7.119 9	-0.367 6	-2.838 6
		（0.000 0）	（0.000 0）	（0.356 6）	（0.002 3）

注：括号内数值为相应估计量的p值,下同。
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3.3 面板协整检验结果

在面板数据lnTDCV和lnGAPCV均一阶单整的前提下对二者之间长期均衡关系进行检验,结果如表2所示。表2刻画了lnGAPCV和lnTDCV的长期均衡关系,从调整后的拟合优度R²统计检验值来看,在全部模型中,西部和全国的lnGAPCV与lnTDCV回归方程的拟合效果相对较高。从长期看,西部的模型中R²=0.71,全国的模型中R²=0.94,说明西部和全国旅游经济增长的变异对城乡收入差距变异影响显著,二者之间存在长期均衡的关系。具体地,西部旅游经济增长的空间变异每增加1%,城乡收入差距变异就会增加0.300 9%,从全国看,旅游经济增长的空间变异每呈现1%的增长,城乡收入差距变异就会增加0.516 9%。公式（2）的模型说明从长期均衡关系可以解释旅游经济增长的空间变异与城乡收入差距的空间变异具有正向相关性。
Table 2
表2
表2全国及东、中、西部地区面板数据模型估计结果
Table 2The results of panel co-integration test in the national,eastern,central and western areas

系数	全国	东部	中部	西部
截距项	-1.612 2 （-200.221 0）	-1.052 9 （-51.742 7）	-0.932 8 （-58.136 7）	1.502 1 （-33.437 1）
C1	0.516 9 （14.800 7）	（0.685 6） 0.249 4	0.061 2 （2.663 3）	0.300 9 （5.938 8）
R2	0.94	0.53	0.31	0.71

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对表2中的全国及东、中、西部地区四个回归方程的残差序列 εt进行单位根检验,结果如表3。结果表明 εt在5%的显著水平下均拒绝残差序列存在单位根的原假设,说明回归方程的设立比较合理,可确定 εt为平稳序列,即 εt~I（0）。根据协整关系的定义,可以认为全国及东、中、西部地区的lnGAPCV与lnTDCV之间存在协整关系。
Table 3
表3
表3残差序列单位根检验结果
Table 3Results of unit root test of residual sequence

残差序列	检验形式	ADF值	P值	结论
ε1t	（0,0,0）	-3.636 7	0.012 1	平稳
ε2t	（0,0,0）	-2.420 1	0.036 0	平稳
ε3t	（0,0,0）	-1.982 5	0.040 0	平稳
ε4t	（0,0,0）	-3.021 4	0.027 4	平稳

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3.4 误差修正模型统计结果

以上协整检验反映了中国旅游经济增长变异与城乡收入差距变异之间的长期均衡关系。全国及东、中、西部地区描述城乡收入差距随旅游经济增长短期波动向长期均衡调整的误差修正模型为：
ΔlnGAPCV_N=0.0055+0.6315ΔlnTDCV_N-1.1878ecmt-1（8）
ΔlnGAPCV_E=0.0094+0.5854ΔlnTDCV_E-0.3998ecmt-1（9）
ΔlnGAPCV_M=0.0027+0.2028ΔlnTDCV_M-0.5816ecmt-1（10）
ΔlnGAPCV_W=-0.0034+0.1717ΔlnTDCV_W-0.6237ecmt-1（11）
误差修正模型（8）-模型（11）中的解释变量均通过了显著性检验,D.W均为1.8左右,从而表明,在短期动态关系中,东部地区和全国的模型估计整体上是显著的,可以解释为旅游经济增长变异对城乡收入差距变异程度的短期弹性。具体地,在东部地区,旅游经济增长变异程度每呈现1%的增长,城乡收入差距变异就会增加0.585 4%,而在西部地区此数据则为旅游经济变异每增长1%,城乡收入差距变异就增加0.171 7%;而在全国,旅游经济每呈现1%的空间增长收敛趋势,城乡收入差距的收敛性就增加0.631 5%,稍微大于长期收入弹性0.516 9%,全国而言,旅游经济增长与城乡收入差距的变异变化在短期内的关系略显著于长期关系。通过对各区域的结果研究发现,经济发展较好的地区在短期变动关系中表现显著,认为其原因主要是经济发展较好的地区旅游经济增长的基础条件更完善,其空间增长的强度较大,所以能在短期内对缩小地区城乡收入差距产生积极影响。
误差修正系数反映了长期均衡关系对短期波动的调整力度,东、中、西部的误差修正系数分别为-0.399 8、-0.581 6和-0.623 7,说明经济发展越强的地区其长期均衡关系对短期波动的调整力度越小。认为主要原因是发达地区经济规模大,地区产业关系复杂,在长期均衡条件下,短期的积极影响被弱化并最终低于经济发展较弱的地区。

3.5 格兰杰因果检验结果

上述的协整检验和误差修正模型确定了lnGAPCV与lnTDCV之间存在长期和短期的协整关系,但是究竟是旅游经济增长变异影响了城乡收入差距差异变化还是城乡收入差距差异变化导致了旅游经济增长变异?两者孰因孰果还是互为因果关系?本文继续对lnGAPCV与lnTDCV进行格兰杰因果关系检验,分别取滞后期为1和滞后期为2,检验结果见表4。
Table 4
表4
表4lnGAPCV和lnTDCV的格兰杰因果关系检验
Table 4The results of granger causality test of lnGAPCV and lnTDCV

滞后期	原假设	F值	P值	对原假设的判断
1期	lnGAPCV_E不是lnTDCV_E格兰杰原因	1.238 73	0.289 4	不能拒绝
	lnTDCV_E不是lnGAPCV_E格兰杰原因	5.975 31	0.032 6	在5%水平上拒绝
	lnGAPCV_M不是lnTDCV_M格兰杰原因	3.142 82	0.103 9	不能拒绝
	lnTDCV_M不是lnGAPCV_M格兰杰原因	0.178 76	0.680 6	不能拒绝
	lnGAPCV_W不是lnTDCV_W格兰杰原因	0.504 49	0.492 3	不能拒绝
	lnTDCV_W不是lnGAPCV_W格兰杰原因	4.055 56	0.069 1	在10%水平上拒绝
	lnGAPCV_N不是lnTDCV_N格兰杰原因	0.342 55	0.570 2	不能拒绝
	lnTDCV_N不是lnGAPCV_N格兰杰原因	12.947 50	0.004 2	在1%水平上拒绝
2期	lnGAPCV_E不是lnTDCV_E格兰杰原因	0.708 72	0.520 8	不能拒绝
	lnTDCV_E不是lnGAPCV_E格兰杰原因	0.701 68	0.523 9	不能拒绝
	lnGAPCV_M不是lnTDCV_M格兰杰原因	0.216 78	0.809 7	不能拒绝
	lnTDCV_M不是lnGAPCV_M格兰杰原因	3.315 57	0.089 4	在10%水平上拒绝
	lnGAPCV_W不是lnTDCV_W格兰杰原因	0.386 51	0.691 5	不能拒绝
	lnTDCV_W不是lnGAPCV_W格兰杰原因	1.008 85	0.406 7	不能拒绝
	lnGAPCV_N不是lnTDCV_N格兰杰原因	0.173 13	0.844 1	不能拒绝
	lnTDCV_N不是lnGAPCV_N格兰杰原因	5.691 72	0.029 0	在5%水平上拒绝

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根据表4的结果可知,无论是滞后期为1还是2的时候,都接受lnGAPCV不是lnTDCV格兰杰原因的原假设,可以认为lnGAPCV不是lnTDCV格兰杰原因,即说明城乡收入差距的差异不能引起旅游经济增长的变异。而对于lnTDCV不是lnGAPCV格兰杰原因的原假设,当滞后期为1时,全国、东部及西部地区均能在10%的置信水平下拒绝原假设,当滞后期为2时,中部地区及全国能在10%的置信水平下拒绝原假设。特别地,对于全国,滞后期为1时在1%的置信水平下拒绝原假设,滞后期为2时在5%的置信水平下拒绝原假设,因此从整体上可以判断lnTDCV是lnGAPCV的格兰杰原因。检验最终表明,lnTDCV与lnGAPCV之间存在单向因果关系,lnTDCV是lnGAPCV的格兰杰原因,理解为中国旅游经济增长的空间变异能够引起城乡收入差距变异,即中国旅游经济的增长能够缩小城乡收入差距。

4 结论与讨论

4.1 结论

对旅游经济增长与城乡收入差距之间的关系研究,其实证研究结果一直存在差异。本文利用人口加权变异系数测度了中国旅游经济发展与城乡收入分配的不均衡程度,通过协整检验、误差修正模型和格兰杰因果模型对旅游经济增长变异对城乡收入差距变异程度之间的关系进行了检验,主要研究结论如下：
（1）1999-2013年,旅游经济增长在各地区都呈现整体收敛趋势,全国及东、中、西部地区人均中国旅游收入变异系数均呈现明显下降趋势。其中,全国范围的下降趋势最为明显,其变异系数从1999年到2013年下降了47.8%;城乡收入差距的变异系数波动不明显,但是与旅游经济增长的空间趋势相似,在全国范围内的城乡差距缩小最为明显。
（2）协整检验结论表明,全国及东、中、西部地区的城乡收入差距变异程度与中国旅游经济增长的空间变异之间存在长期均衡的协整关系。比较来看全国的旅游经济增长变异对城乡收入差距的差异变异影响显著;系数估计表明全国范围来看旅游经济增长的空间变异每增加1%,城乡收入差距变异就会增加0.516 9%。可见旅游经济的增长对缩小城乡收入差距有积极影响,这是一个可喜的积极信号,但同时也应该看到这种影响在各区域的程度是不一样的,经济发展较弱地区（西部地区）由于其旅游经济增长空间变化趋势较弱,需要较长的时间周期来凸显其对城乡经济的作用,可以在较长时间内显示出旅游的扶贫效应。
（3）误差修正模型结果表明在短期动态关系中,全国和东部地区的模型估计整体上是显著的,且经济发展较好的地区在短期变动关系中表现显著。具体地,全国旅游经济增长的空间变异每呈现1%的增加,城乡收入差距变异就会增加0.631 5%,稍微大于长期收入弹性0.516 9%;东、中、西部的误差修正系数分别为-0.399 8,-0.581 6、-0.623 7,说明经济发展越强的地区其长期均衡关系对短期波动的调整力度越小。这一方面说明经济发展较好的地区旅游经济增长的基础条件更完善,其空间增长的强度较大,所以在短期能对缩小地区城乡收入差异产生积极影响;另一方面受经济规模和产业复杂度等因素的影响,其短期的积极影响被弱化。
（4）格兰杰因果检验结果表明旅游经济增长的空间变异与城乡收入差距变异之间存在单向因果关系,进一步说明旅游经济增长能够减小城乡收入差距。这表明全国旅游经济的发展在减小城乡收入差距等方面表现出较好的社会效应,应发挥旅游业的扶贫效应,使其在缩小贫富差距等方面发挥积极效应。

4.2 政策启示

本文从长期和短期动态关系角度验证了中国旅游经济增长与城乡收入差距变异程度之间的关系,说明旅游经济不仅是通过增长本身对城乡经济做出贡献,其增长对城乡经济格局也产生了重要影响。上述结论的政策启示主要有以下两方面：
（1）在从宏观政策上大力扶持旅游产业的同时,应基于城乡统筹发展的目标关注旅游经济发展的均衡性,通过对旅游经济发展方向的有效调控,预防旅游经济带动地区经济发展过程中可能出现的城乡收入差距拉大现象,使旅游产业发展成为缩小城乡收入差距的有效支持力量。
（2）在以旅游经济发展为目标制定旅游业相关政策时,要针对不同区域自身的经济基础特征区别对待,对于经济基础较好的地区,因为旅游经济增长对城乡收入差距影响的短期效应明显,故应避免旅游经济过度收敛性增长可能带来的投入型浪费。对于经济基础较弱的地区,应以长远的战略眼光看待旅游经济收敛性增长对缩小城乡收入差距的作用,避免因短期效应的不明显忽视旅游经济收敛性增长的积极作用。

4.3 研究不足与展望

在前人的研究基础上,本文就旅游经济增长和城乡收入差距本身存在差异而言,对二者的变异关系进行了探讨。研究存在一些不足,比如测度区域经济增长差异的方法有很多,本文根据方法的适用性以及研究的具体问题仅采用了人口加权变异系数来测度旅游经济增长和城乡收入差距的变异程度,有****采用多种方法来衡量区域经济增长的不平衡程度以作对比,值得借鉴和学习。另外本文选取的时间序列数据为15年,跨度相对较短,研究结果可能存在一定的局限性。
限于入境旅游各分解项的难以获取以及文本容量,本文仅从国内旅游收入的角度探讨了中国旅游经济增长差异,今后如可能将进一步完善。如果能将国内旅游收入进一步细化分解,深入分析交通、住宿、餐饮、购物等各项旅游收入的增长与城乡收入差距的关系,得出的结论可能更具体,信息更充分。此外,已有****在探讨旅游发展能否缩小城乡收入差距时提到乡村旅游发展是一种需求驱动的旅游经济增长方式,而城市旅游发展则是一种供给驱动旅游经济增长方式^[13],因此乡村旅游经济增长、城市旅游经济增长分别与城乡收入差距之间的关系也值得探讨。总体而言本研究可以从一个层面或一定程度来间接衡量旅游发展对城乡收入差距的影响关系,是限于全国旅游统计体系和数据的一种尝试,今后等到数据完善了可以继续深入用更为直接的方法展开研究。
The authors have declared that no competing interests exist.

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参考文献文献选项 原文顺序
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